新经济研究
Journal of New Economic Studies
- 主办单位:未來中國國際出版集團有限公司
- ISSN:3079-3416（P）
- ISSN:3079-9589（O）
- 期刊分类:经济管理
- 出版周期:月刊
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山西省经济发展与碳排放关系研究
Research on the Relationship Between Economic Development and Carbon Emissions in Shanxi Province
引言
全球工业化加速使气候变化成为人类社会面临的严峻挑战。科学研究表明，碳排放是导致气候变暖的主要因素之一，减排已成为全球共识。山西省依托丰富的煤炭资源，长期形成高碳依赖的经济发展模式，碳排放居高不下。随着国家对生态文明建设的重视，减碳已成为山西经济社会转型的必然选择。我国已明确提出2030年前实现碳达峰、2060年前实现碳中和的战略目标。这一目标的推进要求在减碳与经济发展之间寻求平衡。
作为典型资源型地区，山西的减碳探索对其他发展中国家具有借鉴意义。因此，开展双碳目标下山西经济发展与碳排放协调研究，不仅关乎该省可持续发展，也为全球绿色低碳转型提供有益启示。
一、 山西省碳排放与经济发展现状
（一）山西省经济发展现状分析
山西省位于中国北部，以煤炭、钢铁等重工业为主导产业。随着全球经济的转型和国内经济结构的调整，山西省面临着区域经济转型和升级的任务。
经济回升势头明显：2023年，山西省生产总值达25698.2亿元，同比增长5.0%。第一产业增加值1388.9亿元，增长4.0%；第二产业13329.7亿元，增长5.1%；第三产业10979.6亿元，增长5.0%。
产业结构调整：第三产业占比提升至42.7%，服务业成为稳定经济的重要力量。战略性新兴产业增长10.9%，增速远超工业整体水平。
面临挑战：资源环境压力较大，产业结构单一，人才外流与创新不足，高新技术产业薄弱。
发展机遇：国家区域协调发展战略带来政策红利，全球能源转型催生新能源、新材料等产业机遇，科技创新驱动为产业升级注入新动力。
（二）山西省碳排放现状分析
山西碳排放主要来自工业、交通和煤炭开采，其中工业是大户——煤炭、焦化、钢铁等重工业消耗大量化石能源，排碳量高。
本文采用排放系数法计算：各类燃料消耗量乘以排放系数。该方法虽未细化到具体工艺，但数据直接源自统计年鉴，适用于宏观分析。
据《2006年IPCC指南》，能源活动贡献超95%的温室气体排放。山西碳排放主要源于煤炭、石油、天然气燃烧，对当地生态和气候影响显著。图4基于中国碳核算数据库（CEADs）数据绘制，该数据库采用IPCC部门核算法计算。
全球气候变暖背景下，碳减排已成国际共识。山西作为能源大省，减排既面临压力，也有机遇。
一方面，煤为主的能源结构虽支撑经济增长，但调整难、新能源规模小，转型任务重。当前经济换挡期，发展与减排矛盾突出，技术短板也制约减排。
另一方面，山西迎来利好：政策保障减排，新能源技术助力转型，有望减少煤依赖、培育新增长点。推动绿色产业、加强国际合作，可优化结构实现减排，为应对气候变化出力。
二、山西省碳排放与经济发展关系实证分析
（一）选择变量及确定变量间的关系
衡量经济发展水平，常用GDP、人均收入等指标。其中GDP是核心，它反映一定时期内一个地区所有最终产品和服务的市场价值。
为分析碳排放与经济发展之间的关系，本文选取山西GDP作为被解释变量，碳排放量作为解释变量。碳排放数据来自中国碳核算数据库（CEADs），GDP数据取自《山西统计年鉴2024》。
在回归分析中，设定Y为山西GDP，X为碳排放量。为初步判断二者相关关系，先借助SPSS软件绘制散点图，通过图形观察变量间的分布和变化趋势，为后续建模打下基础。
根据图5和表1的检验结果，山西省碳排放量与GDP之间呈现明显的正向线性关系。二者的相关系数为0.961，接近+1，且显著性水平（P值）接近于零，在0.01水平上显著。这表明山西省碳排放量与GDP之间存在显著的正相关关系。
| 碳排放量 | GDP | ||
|---|---|---|---|
| 碳排放量 | Pearson相关性 | 1 | .961** |
| 显著性（双侧） | .000 | ||
| N | 25 | 25 | |
| GDP | Pearson相关性 | .961** | 1 |
| 显著性（双侧） | .000 | ||
| N | 25 | 25 | |
注：**. 在 .01 水平（双侧）上显著相关。
（二）建立并求解一元线性回归模型
构建一元线性回归模型前，需确认因变量y和自变量x存在线性关系，x为确定性变量，y为随机变量，每个x对应的y值有特定分布规律。此设定为变量关系分析奠定基础。
为考察山西碳排放量（x）与GDP（y）的关系，构建模型：
式中，和为模型参数，y为山西GDP总量，x为山西碳排放量。
回归分析中，参数和真实值未知，需用样本数据估算。用样本统计量和作为和的估计值，代入模型得预测方程，由此得到回归方程估计式：
此方程中，为回归线与y轴交点预估值，为直线倾斜度即回归系数，说明x每变动一单位时y的平均变动幅度。
| 模型汇总b | ||||
|---|---|---|---|---|
| 模型 | R | R 方 | 调整 R 方 | 标准估计的误差 |
| 1 | .961a | .923 | .920 | 1.724E7 |
a.预测变量: (常量), 碳排放量。
b. 因变量: GDP
表2中详列了一系列关键统计量，旨在全面评价回归模型的表现，包括但不限于相关系数(R)、决定系数(R平方)、经调整的决定系数(修正R平方)，以及模型的标准误差等几个评估模型效能的核心指标。
| Anovab | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 模型 | 平方和 | df | 均方 | F | Sig. | |
| 1 | 回归 | 8.210E16 | 1 | 8.210E16 | 276.148 | .000a |
| 残差 | 6.838E15 | 23 | 2.973E14 | |||
| 总计 | 8.893E16 | 24 | ||||
a.预测变量: (常量), 碳排放量。
b. 因变量: GDP
表3是回归模型的方差分析结果，列出了回归平方和、残差平方和、总平方和及其自由度，并给出回归均方、残差均方、F统计量和显著性水平（Sig.）。目的是检验模型中线性关系是否显著。
| 系数a | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 模型 | 非标准化系数 | 标准系数 | t | Sig. | ||
| B | 标准误差 | 试用版 | ||||
| 1 | (常量) | -5.724E7 | 9258207.684 | -6.182 | .000 | |
| 碳排放量 | 3813.357 | 229.475 | .961 | 16.618 | .000 | |
a. 因变量: GDP
表4列举了模型参数的评估值与检验结论，包括回归方程的截距参数、各个自变量的非标准化回归权重，以及这些参数的t统计量及对应显著性概率值(Sig.)。该表还提供回归系数的95%信赖区间，用于审视模型参数的精确度与可信度。
综上可得，山西省碳排放量与山西省GDP总量的估计方程为：
回归系数3813.335表示，碳排放量每变动增加或减少1万吨，GDP总量平均增加或减少3813.335万元。
（三）模型检验
1.线性关系检验——F检验
F检验旨在确定自变量x与因变量y之间线性关联显著性的检验，其核心目的在于审视两者间是否存在足够强度的线性关系，以便能够有效地利用线性模型框架予以阐述。检验假设为：
：（两个变量间的线性关系不显著）
：（两个变量间的线性关系显著）
根据表3可知：F276.156，显著性水平Sig.（P值）接近0，因此拒绝，表明山西碳排放量与GDP总量之间的线性关系显著。
2.回归系数的检验和推断——t检验
t检验用于考察自变量与因变量的影响是否显著。在一元回归中，t检验与F检验等价。检验假设为：
：（影响不显著）
：（影响显著）
检验统计量基于回归系数的抽样分布构建。估计量呈正态分布形态，其标准误差的估算量则被表述为：
通过标准化回归系数获得检验回归系数的统计量t。假设在零假设成立的前提下，减去实际上就是自身的偏差，该检验统计量表达式可构建为：
设定显著性水平，依据自由度df（）来求解统计量的P值。表4所示的检验统计量t值为16.618，且其显著性水平Sig.近乎于零，这一结果拒绝，证实了碳排放量确实是影响GDP总量的一个重要因素。
（四）模型拟合优度检验
1.判定系数R²
判定系数R²用于衡量回归模型对数据的拟合程度。若所有观测点均落在回归线上，残差平方和SSE=0，则R²=1；若y的变化与x无关，则R²=0。R²取值在0到1之间，越接近1表示模型拟合效果越好。
由表2可知，R²=0.923，意味着GDP总量变动的92.3%可由碳排放量解释，表明模型拟合优度较高。
2.估计标准误差
估计标准误差是残差均方的平方根，即残差的标准差，用来表示。其计算公式为:
式中，k为自变量的个数，在一元线性回归中,n-k-1=n-2
估计标准误差反映数据点围绕回归线的离散程度。点越靠近直线，越小，预测越准；若所有点都在线上，为零，预测无偏差。因此，从另一维度衡量回归线的拟合质量。
表2显示=1.72418，即用碳排放量预测GDP时，平均误差为1.72418万元。
（五）结论
研究发现，山西省的碳排放量与地区生产总值(GDP)之间展现明显的正向关联特性，这意味着经济增长在很大程度上仍依赖高碳排放的能源消耗，对生态环境构成压力。因此，山西省迫切需要推进产业结构优化升级，加快向绿色低碳发展模式转型。
三、山西省低碳经济协调发展的挑战及路径分析
（一）山西低碳经济发展面临的挑战
全球能源转型与国内经济调整双重驱动下，山西能源结构变革迫在眉睫。长期以来，煤炭是山西的支柱产业，但随着清洁能源崛起，煤炭市场趋于饱和、价格波动加剧，给当地能源产业带来压力，同时，开采带来的生态环境问题也日益突出。
一是结构单一。长期依赖煤炭，转型中产业承压，环境问题突出。
二是产业风险。经济过度集中于煤焦钢等传统领域，抗风险能力弱，面临资源枯竭、市场萎缩和效益下滑的多重压力。
三是创新不足。科研投入少，人才缺乏，成果转化率低，制约新产业发展。
四是区域失衡。省内发展水平悬殊，资源富集区与落后地区差距大，影响整体协调[8]。
五是开放度低。外贸规模小，外资引进不足，国际合作能力有限。
六是人才与人口问题。高层次人才难引难留，叠加老龄化，劳动力供需矛盾突出。
七是环境压力。长期开采破坏生态，环保意识提升与监管趋严形成更大约束。
（二）实现山西低碳经济发展的路径分析
近年来，山西省在推广清洁能源应用、实施节能减排措施等方面取得初步成果，但要全面实现经济的绿色转型，还需要在科技创新、产业结构深度调整以及能源消费模式的根本性变革上付出更为艰巨的努力。具体而言，山西省低碳经济发展应从以下方面出发：
强化创新驱动。加大科技投入，突破清洁能源和煤炭高效利用技术，推动工业、交通等领域智能化节能，搭建产学研平台加速成果转化。
优化人才政策。完善引才用才机制，建设高水平平台，提供优厚待遇和发展空间，吸引留住高层次人才。
扩大对外开放。拓展对外贸易和投资合作，引进先进技术和管理经验，深化区域协作，实现资源共享。
夯实基础设施。加快交通、能源、信息等基础设施建设，提升区域承载力和发展后劲。
调整产业结构。减少对煤炭依赖，改造提升传统产业，培育高端装备、新材料、生物科技等新兴产业，推动产业链向高端延伸。
深化能源变革。降低煤炭消费比重，大力发展风能、太阳能等清洁能源，推进煤炭清洁高效利用，引导社会采用清洁能源产品。
加强政策保障。出台扶持政策，强化监管，借鉴国际经验，构建政府、企业、社会协同推进格局。
推动绿色发展。推进产业绿色化、能源清洁化、城市生态化，实现经济与环境和諧共生。
促进区域协调。实施区域协调发展战略，优化产业布局，推动各地优势互补、协同并进。
低碳战略的深入实施，既能推动产业结构升级和绿色技术创新[11]，增强城市经济活力与品牌吸引力，又能减少污染排放、促进生态修复、发展循环经济，是实现经济发展与生态环境协调的关键路径，如图6所示。
五、结论与展望
山西碳排放主要来自能源部门，尤其是煤炭开采与利用。经济增长带动能耗上升，碳排放随之增加，二者呈显著正相关，反映出经济对高碳能源的深度依赖。但二者关系正趋于复杂——产业扩张加剧排放，技术进步与清洁能源推广也在推动低碳转型。只是能源产业占比过高，短期内难以根本扭转高碳模式，转型压力不小。
减碳政策有两面性：既推动产业升级、培育新动能，也可能在短期制约传统产业、影响增长。因此，需要在控碳与稳增长之间找平衡。科技创新是突破口，若能在能效提升和低碳技术上突破，有望实现减排与增长协同推进。因此，山西要实现经济与碳排放协调，是一项系统工程，需要政府、企业和社会合力推动绿色低碳转型。
未来研究应聚焦低碳约束下的发展路径，重点探索产业结构优化、能效提升与清洁能源推广，寻求减排与增长的双赢之道。技术创新仍是核心动力，新能源、碳利用、能源物联网等关键技术将为减碳提供支撑。与此同时，政策与市场需要协同发力，通过完善碳交易、绿色税收等机制，构建多元共治格局。
深化国际合作、引进先进经验，是提升转型水平的重要途径[12]。随着数据积累，大数据与人工智能技术也能为政策制定提供更精准的依据[13]。山西需在多方面协同发力，稳步实现双碳目标。
参考文献：
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